機構投資者異質性與財務欺詐

李爭光 郭浩然 丁夢云 李萍

一、引言

財務欺詐的影響因素一直是學術界探討的熱門話題。從億安科技、東方電子、豐樂種業(yè)、銀廣夏到最近的兩康事件，財務造假公司紛紛涌現，各種財務欺詐手段給資本市場的投資者帶來了巨大的損失，阻礙了資本市場的健康發(fā)展。在公司所有權與經營權分離的情形下，由于公司股東與管理層的目標不一致，公司管理層為了自身效用最大化，更有可能進行諸如財務欺詐等機會主義行為，從而損害股東、債權人等公司利益相關者的利益。隨著我國“超常規(guī)發(fā)展機構投資者”政策的有效實施，機構投資者已經逐漸成為上市公司的一類重要股東，自然具有為了自身利益不受損害而積極監(jiān)督公司管理層機會主義行為的動機，從而能夠有效抑制公司的財務欺詐行為。目前國內外學術界主要從公司治理特征、股權性質、管理層特征等視角考察了財務欺詐的影響因素，鮮有文獻從異質機構股東視角考察財務欺詐的影響因素。為此，本文從異質機構股東視角考察公司財務欺詐的影響因素，從而拓展了財務欺詐影響因素領域的研究框架。

機構投資者是指利用其擁有的專業(yè)優(yōu)勢、信息搜集優(yōu)勢以及其他方面的優(yōu)勢將自有資金以及通過募集方式獲得的社會公眾資金一起進行管理與投資，以實現收益最大化的一種金融機構。學術界已經證實機構投資者通過運用各項公司治理機制，發(fā)揮了積極的公司治理效應，但是鮮有文獻從財務欺詐視角考察機構投資者的公司治理效應?，F有研究發(fā)現，機構投資者并不是同質的，不同性質的機構投資者的公司治理效應存在顯著差異，故本文在考察機構投資者的公司治理效應時對機構投資者進行合理分類，以確保研究結論的可靠性。本文借鑒Chen 等（2006）、牛建波等（2013）、李爭光等（2014，2015）的研究將機構投資者劃分為交易型機構投資者和穩(wěn)定型機構投資者，在此基礎上，分別考察交易型機構投資者與穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的影響是否存在顯著差異。

本文具有以下兩點理論貢獻：第一，拓展了公司財務欺詐影響因素領域的研究框架?，F有研究主要從公司治理特征、股權性質、管理層特征等視角考察了財務欺詐的影響因素，而本文從異質機構股東視角考察了公司財務欺詐的影響因素，從而拓展了公司財務欺詐影響因素領域的研究框架。第二，深化了異質機構股東公司治理效應領域的研究?，F有研究主要從自愿性信息披露、會計穩(wěn)健性、盈余管理、企業(yè)績效等視角考察了異質機構投資者的公司治理效應，而本文從公司財務欺詐視角考察了異質機構股東的公司治理效應，深化了異質機構股東公司治理效應領域的研究。除此之外，本文的研究結論還為監(jiān)管層引導機構投資者健康發(fā)展提供了有益借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）機構投資者與財務欺詐

兩權分離是現代公司制企業(yè)的基本特征，也是導致公司管理層和外部利益相關者之間信息不對稱的主要原因。與外部利益相關者相比，公司管理層具有信息優(yōu)勢，在公司管理層與股東利益發(fā)生沖突的情形下，公司管理層具有采用財務欺詐進行機會主義行為的動機，從而影響公司股東等利益相關者的利益。作為公司的利益相關者均具有抑制公司財務欺詐行為以保護自身利益不受侵犯的動機。

自從我國實施超常規(guī)發(fā)展機構投資者的戰(zhàn)略以來，機構投資者的發(fā)展十分迅速，已經逐漸成為了我國上市公司的一類重要股東。學術界已經證實機構投資者通過運用各項公司治理機制，發(fā)揮了積極的公司治理效應。本文認為，如果公司管理層進行了財務欺詐行為，影響了包括機構投資者在內的股東的利益，那么機構投資者必然會利用其在被投資公司中擁有的較高持股比例，積極抑制公司的財務欺詐行為。

根據以上分析，提出本文的假設1：

H1：在其他條件不變的前提下，機構投資者持股比例與公司財務欺詐行為之間負相關。

表1 相關變量定義表

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 Pearson（Spearman） 相關系數

（二）機構投資者異質性與財務欺詐

目前有關機構投資者公司治理效應領域的文獻存在兩種截然相反的觀點：一種觀點認為機構投資者發(fā)揮了積極的公司治理效應（Pound，1991；石美娟和童衛(wèi)華，2009；楊典，2013）。另一觀點認為機構投資者沒有發(fā)揮公司治理效應（Johnson和Greening，1999； 龍 正 海，2010）。是什么原因導致了機構投資者的公司治理效應產生這兩種截然不同的觀點呢？Pound（1991）提出了機構投資者參與公司治理的三種假說可以對這兩種截然不同的觀點產生的原因進行解釋?，F有研究表明，機構投資者并不是同質的，不同類型的機構投資者的公司治理效應并不相同（Brickley 等，1988；Almazan 等，2005；李爭光等，2014）。為此，本文借鑒了牛建波等（2013）、李爭光等（2014）的研究，接受了機構投資者并不是同質的觀點，將機構投資者按照持股動機與持股期限的不同劃分為交易型與穩(wěn)定型機構投資者。根據機構投資者公司治理效應的三種假說以及交易型和穩(wěn)定型機構投資者的特征，可以發(fā)現，與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型的機構投資者會更加積極參與公司治理并加強對管理層的監(jiān)督，從而能夠更加顯著抑制公司管理層的機會主義行為。

根據以上分析，提出本文的假設2：

H2：在其他條件不變的前提下，與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取我國2007-2018 年的A 股上市公司作為研究對象，由于我國2007 年1 月1 日起開始實施了新企業(yè)會計準則，所以選擇了2007 年作為樣本的起始期。本文的機構投資者持股比例數據及其他財務數據均來自RESSET 和CSMAR 數據庫。

本文對初始樣本進行了如下篩選：（1）剔除了金融類行業(yè)的觀測值；（2）剔除了機構投資者持股比例缺失的觀測值；（3）剔除了相關控制變量缺失的觀測值；（4）對主要連續(xù)變量在1%（99%）的分位數上進行了縮尾。經過上述篩選過程，本文最終獲得了1779 個觀測值。

（二）變量度量

1.財務欺詐的度量

本文借鑒錢蘋和羅玫（2015）的研究，采用如下模型（1）來度量我國上市公司進行財務欺詐行為的可能性：

其中，CSCORE 表示我國上市公司進行財務欺詐行為的可能性；TATA 表示總應計項，等于應計利潤除以總資產；LOSS 表示是否虧損虛擬變量，若扣除非經營性損益后的凈資產收益率小于0，則取值為1，否則取值為0；OTHREC 表示其他應收賬款比例，等于其他應收款除以總資產；CHCS表示現金銷售率，等于營業(yè)收入減去應收賬款的增加額除以營業(yè)收入；SDVOL表示股票月?lián)Q手波動率，等于連續(xù)12 個月的股票月均換手率的標準差；STKCYC 表示股市周期虛擬變量，若股市周期為熊市，則取值為1，若股市周期為牛市，則取值為0；INVH 表示機構投資者持股比例，等于機構投資者持有的普通股股數除以總股數；H5INDEX 表示股權集中度，等于前五大股東持股比例的平方，該指標越大表明股權越集中；ISSUE 表示是否再融資虛擬變量，若有股權或者債券融資，取值為1，否則取值為0。

表4 機構投資者異質性與財務欺詐的多元回歸結果

表5 機構投資者異質性與財務欺詐的多元回歸結果（自變量滯后一期）

2.機構投資者異質性的度量

借鑒牛建波等（2013）、李爭光等（2014，2015）的研究，從時間和行業(yè)等兩個維度將機構投資者劃分為交易型與穩(wěn)定型機構投資者，具體的計算公式如下：

3.其他控制變量

借鑒汪昌云和孫艷紅（2004）的研究，本文還對如下變量進行了控制：

（1）特別處理ST。由于我國證券市場有明確的退市制度，上市公司都會為防止被特別處理而加強對會計盈余的管控。因此，控制該虛擬變量，在上市公司被特別處理或是特別處理后實現“脫帽”的，取值為1，否則取值為0。

（2）公司財務特征。在公司財務特征方面，控制公司規(guī)模SIZE 和財務杠桿LEV。因為高資產負債率以及公司規(guī)模較大會使公司更加傾向于發(fā)生財務欺詐。

（3）總資產增長率GR。

因為年度和行業(yè)會對公司財務欺詐行為產生一定的影響，還對年度效應以及行業(yè)效應進行了控制。

表6 機構投資者異質性與財務欺詐的多元回歸結果（拉長時間窗口）

表7 機構投資者異質性與財務欺詐的多元回歸結果（基金作為機構投資者代理變量）

（三）實證檢驗模型

1.機構投資者持股比例影響財務欺詐行為的實證檢驗模型

借鑒汪昌云和孫艷紅（2004）、錢蘋和羅玫（2015）的研究，采用如下模型（3）來檢驗機構投資者持股比例對財務欺詐可能性的影響：

其中，CSCORE 表示我國上市公司進行財務欺詐的可能性，采用模型（1）估算得出；INVH 表示機構投資者持股比例，等于機構投資者持有的普通股股數除以總股數；ST 為特別處理虛擬變量，在上市公司被特別處理或是特別處理后實現“脫帽”的，取值為1，否則取值為0；SIZE 表示企業(yè)規(guī)模，等于總資產的自然對數；LEV 表示財務杠桿，等于年末總負債除以總資產；表示隨機誤差項。變量的具體定義詳見表1。

2.機構投資者異質性影響公司財務欺詐行為的實證檢驗模型

借鑒汪昌云和孫艷紅（2004）、錢蘋和羅玫（2015）的研究，采用如下模型（4）來檢驗機構投資者異質性對財務欺詐行為的影響：

其中，INVW 為機構投資者異質性的標識變量，采用公式（2）計算得出，若取值為1，表明公司的機構投資者為穩(wěn)定型機構投資者，否則，表明公司的機構投資者為交易型機構投資者。其余相關變量同模型（3）。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2 報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計。公司財務欺詐的可能性CSCORE 的均值（中位數）為-8.237（-7.352），標準差為3.062，這表明樣本之間財務欺詐的可能性具有較大的差異。機構投資者持股比例INVH 的均值（中位數）為0.165（0.098），這表明我國機構投資者在上市公司中的持股比例較高。機構投資者穩(wěn)定性INVW 的均值為0.496，這表明所有樣本中穩(wěn)定型機構投資者占比為49.60%；特別處理ST 的均值為0.068，標準差為0.252，這表明該指標在樣本內不存在較大差異；公司規(guī)模SIZE 的均值為21.913，標準差為1.084，這表明該指標在樣本內不存在較大差異；財務杠桿LEV 的均值為0.538，標準差為0.186，這表明該指標在樣本內不存在較大差異。

（二）相關性分析

表3 報告了相關變量之間的Pearson（Spearman）相關系數，通過表3 的單變量分析可以看出，機構投資者持股比例INVH 與財務欺詐的可能性CSCORE 之間的Pearson（Spearman）相關系數為-0.127（-0.141），且在1%的水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐行為的可能性越小，從單變量角度驗證了本文的H1。其他相關變量之間的相關系數均在0.6 以下，這表明控制變量與自變量，控制變量與控制變量之間并不存在嚴重的多重共線問題。

（三）多元回歸分析

表4 報告了假設1 和假設2 的多元回歸結果。其中，表4 的第（1）列報告了假設1 的多元回歸結果，第（2）列報告了假設2 的多元回歸結果。

從表4 的第（1）列，可以發(fā)現，機構投資者持股比例INVH 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關，且在5%的水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐的可能性越低，從而H1 得到驗證。

就控制變量而言，企業(yè)規(guī)模SIZE與財務欺詐可能性CSCORE 之間正相關（，13.55），且在1%的水平上顯著，這表明公司規(guī)模越大，公司進行財務欺詐行為的可能性越大，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）得出的研究結論一致。財務杠桿LEV 與財務欺詐可能性CSCORE 之間正相關（，2.26），且在5%的水平上顯著，這表明公司杠桿越大，公司進行財務欺詐行為的可能性越大，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）得出的研究結論一致。總資產增長率GR 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（，-4.66），且在1%的水平上顯著，這表明總資產周轉率越高，公司進行財務欺詐行為的可能性越小，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）得出的研究結論一致。特別處理ST 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（2.79），且在1%的水平上顯著，這表明若上市公司被特別處理或特別處理后實現“脫帽”，則上市公司的盈利狀況得到改善，公司進行財務欺詐行為的可能性越小。

從表4 的第（2）列可以發(fā)現，機構投資者穩(wěn)定性虛擬變量INVW 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-6.71），且在1%的水平上顯著，這表明與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著，從而H2 得到驗證。

就控制變量而言，企業(yè)規(guī)模SIZE與財務欺詐可能性CSCORE 之間正相關（，12.77），且在1%的水平上顯著，這表明公司規(guī)模越大，公司進行財務欺詐行為的可能性越大，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）以及表4 第（1）列得出的研究結論一致。財務杠桿LEV 與財務欺詐可能性CSCORE 之間正相關（，3.29），且在1%的水平上顯著，這表明公司杠桿越大，公司進行財務欺詐行為的可能性越大，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）以及表4 第（1）列得出的研究結論一致?？傎Y產增長率GR 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（，-5.23），且在1%的水平上顯著，這表明總資產周轉率越高，公司進行財務欺詐行為的可能性越小，這與汪昌云和孫艷紅（2004）、艾永芳等（2017）以及表4 第（1）列得出的研究結論一致。特別處理ST 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關-2.56），且在5%的水平上顯著，這表明若上市公司被特別處理或特別處理后實現“脫帽”，則上市公司的盈利狀況得到改善，公司進行財務欺詐行為的可能性越小，這與表4 第（1）列得出的研究結論一致。

五、穩(wěn)健性檢驗

1.為了克服機構投資者異質性與財務欺詐可能存在的內生性問題，采用滯后一期的機構投資者持股比例LAGINVH、機構投資者異質性LAGINVW，仍然采用模型（3）、（4）對H1、H2 進行穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結果如表5 所示。

從表5 的第（1）列可以發(fā)現，機構投資者持股比例LAGINVH 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-5.03），且在1%的水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐的可能性越低，從而H1 再次得到驗證。

從表5 的第（2）列可以發(fā)現，機構投資者異質性LAGINVW 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-1.87），且在10%的水平上顯著，這表明與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著，從而H2 再次得到驗證。

2. 借 鑒Elyasiani 等（2010）的做法，從5 年的時間窗口度量機構投資者異質性，行業(yè)的維度不變，仍然采用模型（3）、（4）對本文的H1、H2 進行穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結果如表6 所示。

從表6 的第（1）列可以發(fā)現，機構投資者持股比例INVH 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-6.42），且在1%的水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐的可能性越低，從而H1 再次得到驗證。

從表6 的第（2）列可以發(fā)現，機構投資者異質性INVW 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-4.47），且在1%的水平上顯著，這表明與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著，從而H2 再次得到驗證。

3.借鑒石美娟和童衛(wèi)華（2009）、李爭光等（2014，2015）的研究，采用基金作為機構投資者的代理變量，依舊采用本文的模型（3）、（4）對H1、H2 進行穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性檢驗結果如表7 所示。

從表7 的第（1）列可以發(fā)現，機構投資者持股比例INVH 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-3.41），且在1%的水平上顯著，這表明機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐的可能性越低，從而H1 再次得到驗證。

從表7 的第（2）列可以發(fā)現，機構投資者異質性INVW 與財務欺詐可能性CSCORE 之間負相關（-3.11），且在1%的水平上顯著，這表明與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著，從而H2 再次得到驗證。

六、研究結論與啟示

本文以我國2007-2018 年的A股上市公司作為研究對象，在將機構投資者劃分為交易型與穩(wěn)定型的基礎上，從異質性視角考察了機構投資者對公司財務欺詐行為的影響。研究結果表明，機構投資者持股比例與公司財務欺詐行為負相關；與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著。在經過一系列穩(wěn)健性檢驗后，本文的研究結論沒有發(fā)生本質變化。本文的研究結論表明，穩(wěn)定型的機構投資者積極扮演了公司外部監(jiān)督者的角色，有效地約束了公司管理層為獲取利益最大化而進行財務欺詐的機會主義行為。

本文的研究結論具有以下理論與現實意義：（1）本文研究發(fā)現機構投資者持股比例越高，公司進行財務欺詐行為的可能性越小，該發(fā)現拓展了財務欺詐影響因素領域的研究。（2）本文發(fā)現與交易型機構投資者相比，穩(wěn)定型機構投資者對公司財務欺詐行為的抑制作用更加顯著，該研究結果豐富了異質機構股東治理效應領域的研究。（3）本文的研究發(fā)現有利于監(jiān)管層更加全面了解機構投資者的公司治理效應，且有利于更加深入理解不同性質的機構投資者公司治理效應存在的顯著差異，為監(jiān)管層引導機構投資者健康發(fā)展提供了有效的理論依據。